人口統計學變量分析匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇人口統計學變量分析范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

一、員工敬業度的概念

目前對敬業度（Engagement）的概念都沒有一個統計的界定，主要有兩個領域對其進行研究：管理公司和學術界。管理公司主要以實際出發對其進行實證研究，學術界則是從學術角度提出相關的理論。

第一，在管理公司領域，蓋洛普公司的蓋洛普博士將敬業度定義為：企業首先要為員工創造良好的環境使其優勢能得到有效發揮，在此基礎上，企業還應讓員工在組織中有一種歸屬感，讓其感受到自己就是組織的一員，具有主人翁的責任感。蓋洛普公司將員工主要分為敬業、守業和怠工員工三類，這主要是根據員工在情感上認同工作和組織的程度，以及由此而帶來的員工對工作和組織的投入度；翰威特公司認為敬業度是用來衡量員工期望留在公司的程度，以及對工作盡心的程度，據此翰威特公司提出了積極評價、渴望留任和竭盡所能三維度的敬業度。韜睿公司將敬業度定義為員工意愿和努力幫助組織取得成功的程度，據此公司將員工敬業度分為理性敬業度和感性敬業度兩個維度，即建立在工作給自己帶來利益前提下的敬業行為和建立在對工作認同和情感歸屬上的敬業行為。

第二，在學術研究中，國內外學者中， Kahn將敬業度定義為：企業員工自發地控制自己，以將自己與工作角色結合在一起，也就是將自己置于一種“角色內狀態”，并且他還將敬業度分為三個維度：行為敬業度、認知敬業度和情感敬業度；Maslach等學者則從工作倦怠的對立角度出發將敬業度定義為對工作積極的一面，他認為敬業度和工作倦怠分別為一個三維連續體的兩極，敬業度的精力、投入和職業效能感三個維度分別對應著工作倦怠的情緒枯竭、犬儒主義和效能感低落三個維度。相對于工作倦怠程度高的員工所具有的無能感和耗竭感，敬業度高的員工通常精力充沛，不同于在工作和組織中處于疏離狀態的員工，他們在工作中具有較高的自我效能感，能在組織中建立良好的人際關系，并能有效進入工作狀態； Schaufeli等人與Maslach有相同的觀點，認為敬業度是工作倦怠的對立面，而他們認為敬業度包含活力敬業度、奉獻敬業度和投入敬業度三個維度。

綜上，本文所使用的敬業度概念為：企業中員工在工作角色中自我表達和自我投入的程度，以及員工在行為、認知和情感三個維度上對工作、組織的認同程度。

二、國有石油企業員工敬業度在人口統計學變量上的差異分析

（一）不同性別的國有石油企業員工敬業度的差異分析

對不同性別的國有石油企業員工的工作敬業度和組織敬業度兩個維度以及整體員工敬業度的得分平均數進行F檢驗和t檢驗，所得結果如表1所示。

（二）不同婚姻狀況的國有石油企業員工敬I度的差異分析

對不同婚姻狀況的國有石油企業員工的工作敬業度和組織敬業度兩個維度以及整體員工敬業度的得分平均數進行F檢驗和t檢驗，所得結果如表2所示。

（三）不同年齡的國有石油企業員工敬業度的差異分析

本文將國有石油企業的員工劃分為四個年齡段，采用單因素方差分析方法分析不同年齡段的國有石油企業員工在敬業度各子緯度上的得分。如表3所示。

（四）不同學歷的國有石油企業員工敬業度的差異分析

采用單因素方差分析方法分析不同年齡段的國有石油企業員工在敬業度各子緯度上的得分，如表4所示。

（五）不同工齡的國有石油企業員工敬業度的差異分析

不同工齡的國有石油企業員工敬業度的差異分析（如表5）。

三、國有石油企業員工敬業度在人口統計學變量上的差異

在以上人口統計學變量中，只有員工婚姻狀況對國有石油企業員工的敬業度有較大影響，而石油企業員工敬業度在不同性別、不同年齡段、不同學歷、不同工齡上均無顯著差異。這與已有的研究結論有相同之處，但并不完全一致，其原因是受研究對象，國有石油企業這個群體的特殊性的影響。

不同婚姻狀況的國有石油企業員工的工作敬業度無明顯差異，但在組織敬業度這一維度上以及整體員工敬業度上的差異卻很顯著；石油企業的已婚員工不論是工作敬業度、組織敬業度還是整體敬業度都高于未婚員工，究其原因，已婚員工其家庭生活相對穩定，親戚朋友等人際圈子范圍也相對固定，對家庭承擔責任也更大，他們對于工作穩定性的要求更高，同時已婚員工較未婚員工年齡大，各方面相對成熟，更有自己明確的目標和認識，工作積累和經驗都相對較好，對企業更有歸屬和認同感。

（李季單位為蘭州工業學院經濟管理學院；高海燕單位為中石油西北化工銷售公司）

[作者簡介：李季（1983―），男，遼寧開原人，博士，工程師，研究方向：企業管理及人力資源管理。]

參考文獻

[1] Heaney C A，Israel B A，House J S . Chronic job insecurity among automobile workers：effectson job satisfaction and health[J]. Social Scienee & Medicine，1994.

[2] Davy J A，Kinicki A J，Scheck C L . A test of job seccurity，s direct and mediated effects on withdrawal cognitions[J]. Journal of organizational Behavior，1997.

篇（2）

中圖分類號　G206　文獻標識碼　A

一、研究背景

互聯網的迅速發展和以網絡游戲為代表之一的網絡文化的繁榮，使人們的目光注目于網絡這一新的生存空間。德弗勒在《大眾傳播理論》一書中曾提出“不同的傳媒以不同方式被指控負有五種責任”，其中就有一項為“提高青少年的犯罪率”。那么，作為人際互動性、情節開放性、以及刺激性強的網絡暴力游戲是否也像德弗勒所說的那樣，提高了青少年的犯罪率呢?

近年來，各地警方在一些涉及青少年的案件中發現，網絡游戲引發青少年犯罪居高不下，80％以上的青少年犯罪案件中，網絡暴力游戲成為他們違法犯罪的直接或間接誘因。人們將更多的注意力集中于青少年暴力犯罪的增加和網絡游戲在其中所起的作用。由此，研究網絡暴力游戲與青少年暴力行為的相關性就變得十分必要，而且對青少年的健康成長和社會和諧安定也具有十分重要的現實意義。

美國從人口統計學、醫藥學、心理學等角度來分析網絡暴力游戲與玩家攻擊的關系，為進一步研究網絡暴力游戲提供基礎。20世紀60年代格伯納對美國社會的暴力和犯罪問題研究發現，電視暴力內容對青少年犯罪具有“誘發效果”，并且發現暴力內容增大了人們對于現實社會環境的危險程度的判斷。多尼克與格林伯美研究兒童對暴力的態度，發現小學生在接觸電視暴力節目后，其對暴力行為的贊同程度顯著提高，遇到困擾的情況時也較容易采取暴力手段來解決。國內也有這方面的研究但不多，陳美芬等通過實驗考察了網絡暴力游戲對內隱攻擊性的影響；鄭宏明等分析暴力電子游戲對攻擊行為影響的心理機制和特點。國內外研究發現暴力內容對青少年暴力認知有影響，但網絡暴力游戲對青少年暴力行為是否有影響尚有深入研究的空間，而網絡暴力游戲對社會的發展所造成的危害又迫切需要這種研究。

二、相關理論與定義

社會學習理論認為。人的行為不是一種被動地受影響的過程，相反，人的學習具有主動觀察與模仿性。人們的攻擊是從個人引以為楷模的人物中學習而來的，如果該人物及其行動被視為“真實”，或與個人及心理情境有相似之處，則較容易產生注意、記憶及表現。許多犯罪的行為并不是天生的，而是人在環境中觀察后模仿的。傳媒所營造的符號環境的示范作用，效果可能更大。

美國學者喬治?格伯納在對美國社會的暴力和犯罪問題研究后建立了“涵化理論”，他認為，為電視暴力內容對青少年犯罪具有“誘發效果”但無必然聯系。而且，這種影響不是短期的。而是一個長期的、潛移默化的、“培養”的過程。這給我們提供了一個研究思路和基礎理論，可以探尋網絡暴力游戲對青少年影響的機制。

本文將“網絡暴力游戲”作為操作性概念定義為：網絡暴力游戲是通過互聯網進行的電腦游戲；是多個游戲者參與其中的互動游戲；是以刺激、暴力和打斗為主要內容的并帶有描繪游戲人物試圖對其他游戲人物造成傷害的電子游戲。網絡暴力游戲可以分為：1，不運用武器的單人攻擊(攻擊性為“低”)。2，不運用武器團體性攻擊(攻擊性為“中”)，3，運用武器進行單人攻擊(攻擊性為“高”)，4，運用武器的團體性攻擊(攻擊性為“最高”)。本文主要研究后三種游戲對青少年的影響。

目前的網絡暴力游戲可分為角色扮演類如《反恐精英cs》、《征途》、《奇跡》、《千年》等，策略類或戰略類如《魔獸世界》系列、《帝國時代Online》系列等。其中《反恐精英》，《魔獸爭霸》和《奇跡》是青少年最喜愛的網絡暴力游戲。這些網絡暴力游戲都表現了射擊或者武打，充滿了暴力、血腥、破壞性和攻擊性的內容。

三、研究方法與假設

本論文以中學生為調查對象，由于經費及人力的限制，依隨機抽樣的原則僅從重慶市秀山、山西壽陽縣、山東濰坊三地中學的各年級中抽取372名學生進行問卷調查。本研究的最終樣本368份，平均問卷有效率99％。

本研究自變量為玩網絡暴力游戲的行為；因變量為青少年暴力行為。控制變量為年齡、性別、家庭等人口統計學變量。本文采用調查法和定量分析的方法，檢測網絡暴力游戲對青少年暴力行為的相關性。

根據相關理論本文擬定如下假設：

假設1：網絡暴力游戲會影響青少年對暴力的態度。(即玩網絡暴力游戲時間越長，對暴力贊成程度越高。)

假設2：網絡暴力游戲會影響青少年對犯罪的態度。

假設2.1：玩網絡暴力游戲時間越長，越認同游戲中對犯罪的鑒定。

假設2.2：玩網絡暴力游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。

假設3：網絡暴力游戲對青少年暴力行為有示范作用。

假設3.1：玩網絡暴力游戲時間越長，越易產生憤怒、報復、進攻等情緒；

假設3.2：玩網絡暴力游戲時間越長，越會采取網絡暴力游戲的游戲規則處理現實問題。

四、研究發現

1　網絡暴力游戲對青少年認知的影響

(1)根據相關分析的結果，玩網絡暴力游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長對青少年的暴力贊成程度有影響。其中網齡對其影響極為顯著。(見表1)但考慮到暴力贊成程度受到人口統計變量的影響，因此在討論兩者關聯性時，對人口變量進行了控制。經過凈相關分析統計后發現，網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長三個變量與暴力贊成程度之間的關系仍存在，假設1得到了證實。即玩網絡暴力游戲時間越長。對暴力贊成程度越高。(見表2)

(2)據相關分析的結果，對犯罪的認知度與玩網絡暴力游戲行為中的玩游戲頻率呈正相關，而與游戲的暴力程度呈負相關，但網齡與次玩游戲的時長對青少年的犯罪認知度并無顯著相關，因此不作為變量分析。(見表3)即玩網絡暴力游戲的頻率越高，越認同現實中對犯罪的鑒定；而青少年所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。但考慮到人口統計變量的影響，在探討玩網絡暴力游戲與犯罪認知度的關聯性時，仍進一步進行凈相關分析統計。

在加入人口統計變量后，經凈相關分析統計結果發現，游戲暴力程度與犯罪認知度的關系仍存在，即青少年所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。假設2.2得到證實。但玩網絡暴力游戲的頻率與犯罪認知度之間的關系，在加人人口統計變量后消失了(見表4)。由此得出玩游戲的頻率與犯罪認知度之間沒有顯著的相關性，而

控制以前后呈現的正相關，可能是受到人口統計變量的影響。假設2.1未得到證實。

2　網絡暴力游戲會對青少年暴力行為有示范作用。

(1)如表5所示，玩網絡暴力游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長對青少年的暴力情緒有顯著影響，其中網齡對其影響極為顯著(見表5)。

在加入人口統計變量后，經凈相關分析統計結果發現，網齡、次玩游戲的時長與暴力情緒的關系仍存在，即青少年玩游戲時間越長，越易產生憤怒、報復、進攻等情緒。假設

3.1得到證實(見表6)。

(2)通過有關玩網游的行為與矛盾解決方式之間的相關，強度分析，證明網齡與矛盾解決方式之間相關系數最高，網齡與網絡矛盾解決方式相關系數為140，與現實矛盾解決方，式為201。而且在對人口變量進行控制后，這種關系仍存在。故對網齡與矛盾解決方式進行交互分析。

表7結果顯示，從宏觀上說，青少年在處理網絡中的矛盾時，學生選擇網上PK的方式的人數最多(占1／2)；在處理現實中的矛盾時，近一半的學生選擇無所謂的方式解決。同時發現，在解決網絡世界的矛盾時，選擇網下模仿游戲武力解決方式的學生所占比例為19.7％，而在處理現實世界的矛盾時，采取這種方式的學生最少。

從微觀上來說，在解決網絡世界的矛盾時，網齡越長的學生，選擇網下模仿游戲武力解決的比例越低。而選擇其他解決方式的比例遞增。在解決現實世界的矛盾時，選擇網下模仿游戲武力解決、網上PK的比例隨網齡增長，所占比例而遞減，其他解決方式呈遞增。由此可得出，玩網絡暴力游戲時間越長，越會采取網絡暴力游戲的游戲規則處理現實問題的假設不成立。假設3.2未得到證實。

3　暴力贊成程度、犯罪認知度、暴力情緒之回歸分析

根據前面分析結果可知，青少年玩網絡游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、每次玩游戲的時長、人口統計等變量會影響其暴力贊成度。將這些變量輸入回歸方程式后，結果顯示網齡是解釋暴力贊成程度最強的變量(Beta=205，P

在用回歸分析法分析預測變量對犯罪認知度進行分析后發現，只有游戲的暴力程度這一變量進去回歸方程式，解釋度為2.9％。(P

對暴力情緒進行回歸分析后發現，只有網齡和每次玩網絡游戲時長兩變量進入回歸方程式。且網齡對暴力情緒的解釋力高于每次玩網絡游戲時長的解釋力。兩變量共同解釋暴力情緒的總變異量為4.5％(見表10)。

從以上回歸分析發現，玩網絡暴力游戲行為中的網齡是青少年認知、行為的最佳解釋變量。

五、結論與討論

這項研究的主要目的在于探究玩網絡暴力游戲的行為與青少年暴力行為之間的關聯性。我們首先分析了玩網絡暴力游戲行為與暴力贊成程度、犯罪認知度、暴力情緒之間的相關性，但考慮到它們之間的關系是曲線式的而非直線式的關系，因此最后建立回歸方程式，找出對這一相關性最有解釋力的變量，并進一步檢驗玩網絡暴力游戲的行為與犯罪行為之間的相關性。

從上面的統計分析數據顯示：隨著接觸網絡暴力游戲時間的增長，青少年對暴力行為的贊成度會有所提高，也更易產生暴力情緒。但對暴力、犯罪的鑒定則與網絡游戲的接觸量無關，而與所玩游戲的暴力程度有關，即所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。

同時還發現網絡暴力游戲中的規則與青少年解決問題方式的關聯性甚微，且在處理網絡世界的問題與處理現實世界的問題的方式有顯著的差別，但共同點在于網齡越長，青少年采取暴力手段解決問題的人數所占的比例越小。這一結論印證了脫敏理論即暴力傳媒對受眾的影響隨著時間而減弱。

由此我們得出。青少年在玩暴力游戲后，會產生憤怒、報復、進攻等情緒，會產生暴力傾向，但在解決矛盾時，受游戲影響的人甚微，即D.茲爾曼提出的“興奮轉移”并未發生。茲爾曼認為興奮轉移是否能解釋跟傳媒有關的暴力行為取決于傳媒引起興奮所持續的時間。而本研究采用調查法很難測量出調查對象在興奮持續期的行為變化，因此難免出現偏差。同時也說明青少年在處理問題上存在個體差異，他們是主動者，他們在玩游戲時，選擇性的接受網絡游戲所傳達的信息。玩網絡暴力游戲也可能成為是一種宣泄形式。

總之，玩網絡暴力游戲的行為會改變人們對暴力行為的看法，但只是網絡暴力游戲本身使玩游戲者產生一種暴力傾向，且這個過程是長期的潛移默化的。所玩游戲的暴力程度與認同游戲中對犯罪的鑒定之間的關聯性也證明了這點。同時，無論在網絡世界中還是在現實世界中，青少年對網絡游戲的模仿并不是普遍現象。

六、研究的局限性

本文選擇了三個地方的樣本并對人口統計變量進行了控制，同時在對受訪者網游時間的測量上，既考慮了接觸網游的時長、頻率也考慮了網齡這一縱向的指標。以期全面、客觀的呈現網絡暴力游戲對青少年犯罪的影響，但由于主客觀的局限，本研究仍存在許多的缺陷：

篇（3）

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002－5006(2011)02－0049－09

1　引言

自20世紀80年代開始，現代鄉村旅游經過20多年的發展已初具規模，并成為支撐我國旅游業發展的一支重要力量。鄉村旅游發展迅速，但也暴露出眾多問題，其中，品牌營銷觀念落后已經成為我國鄉村旅游進一步發展的嚴重桎梏。目前，多數地區的鄉村旅游活動停留在吃農家飯、住農家房、賞花摘果等滿足游客物質欲望的層面，甚至出現了鄉村旅游等同于飲食游的傾向，造成鄉村旅游地品牌定位趨同化嚴重。

在游客心中建立恰當的地理品牌個性，可有效地對旅游目的地進行差異化和市場定位。鄉村性一直被認為是鄉村旅游推銷的整體核心和獨特賣點，但從長遠看，只有將市場對鄉村性的訴求和認可凝聚在鄉村旅游地品牌上，才能形成鮮明的品牌個性，獲得游客忠誠，以實現長足的持續發展。作為品牌對應消費群體情感需求的核心，旅游地品牌個性如何取得游客認同，形成游客忠誠就成為問題的關鍵。場所依賴是解釋“某些地方與人之間似乎存在著一種特殊的依賴關系”這種客觀現象的有效理論，對加強旅游地與游客間聯系，促進重游等意義重大。因此，本研究嘗試以鄉村旅游地發展較為成熟的農家樂為研究對象，探索性地以場所依賴為中介變量，探究品牌個性與游客忠誠間的關系，以期明確鄉村旅游地品牌個性對游客忠誠的影響機制，為鄉村旅游地經營和發展提供借鑒。

2　理論基礎

2.1　品牌

品牌是一個名稱、標記、符號或是這些因素的組合，它可以使消費者有效辨識某一特定產品和服務的獨特之處，以便與競爭者有所區別。品牌不僅是不同企業產品的標識，更多的是營銷價值資訊的載體，特定品牌往往代表著特定的產品品質、產品風格、服務水平、流行時尚等，這些資訊逐漸被市場廣泛了解和接受，在消費者心中就成為特定的消費價值、消費情感的代表。可以說，品牌不僅由于其功能性價值而被喜愛，而且由于其心理和社會的價值而被喜愛。競爭對手能很快地模仿產品的功能特性，但要建立起一個品牌的心理價值卻需要花費很長時間。因而開發品牌的個性價值，建立品牌的個性就成為品牌管理的一項重要任務。

2.2　品牌個性

一系列與某品牌有關的人格特征即為品牌個性。品牌個性是將品牌與人類特質聯想在一起的組合，相對于產品所傳達的實用功能屬性，品牌個性更應傳達符號上或表達自我的功能。品牌所獨有的個性是刺激消費者品牌聯想和態度形成的關鍵要素，對于品牌資產管理具有重大意義。國內外關于品牌個性的研究主要集中在品牌個性維度的測量及量表開發，研究對象主要以有形產品品牌為主。近年來，旅游目的地的品牌個性逐漸受到學者的關注。葉根吉(Ekinci)和豪森尼(Hosany)借鑒了阿克(Aaker)開發的品牌個性量表，將其應用于旅游目的地品牌個性研究，提出了旅游目的地品牌個性的3個維度：真誠(sincerity)、刺激(excitement)和歡樂(conviviality)。豪森尼等在問卷調查的基礎上，利用典型相關分析辨析了旅游目的地品牌形象和品牌個性，指出兩個概念雖然相關，但有所不同，不可混用。墨菲等(Murphy，et a1.)對游覽北澳大利亞暗礁的408名游客進行問卷調查，發現旅游者能夠依據品牌個性區分不同地域的旅游目的地。雖然關于旅游目的地品牌個性的研究已取得了初步成果，但基于我國文化背景下不同類型旅游目的地品牌個性的研究尚顯匱乏。我國各類典型旅游目的地品牌個性包含哪些維度、旅游者對旅游地品牌個性維度的認知和反應又是通過何種社會心理過程來影響他們的品牌偏好和忠誠、聯結品牌個性維度和游客忠誠的中間變量是什么等問題尚未得到解決，有待于做進一步的探索性研究。

2.3　場所依賴

環境心理學指出，人在特定場所進行活動會產生對該空間環境的依賴感。而感情因素居于第一位，又包含人與場所之間基于感情(情緒、感覺)、認知(思想、知識、信仰)和實踐(行動、行為)的聯系就被稱作場所依賴(place attachment)。場所依賴由場所依靠(place dependence)和場所認同(placeidentity)兩個基本維度構成。場所依靠是一種功能性依賴，包含了社會與物理資源的可用性；場所認同又被稱為心理依附，是個體對一個特定地區所持有的一種態度(attitudes)、價值(values)、思想(thoughts)、信念(beliefs)、意義(meanings)、行為意圖(behavior tendenies)及特別的歸屬感(belonging toparticular place)。作為影響游后行為傾向的重要心理前因，場所依賴是產生重游的主要動機，對旅游目的地忠誠具有顯著驅動作用，使得對某場所產生依賴的人會對該場所貢獻更多的時間和金錢。此外，游客與目的地之間的情感聯系是旅游目的地品牌發展的主要驅動力。顯然，場所依賴在品牌個性影響游客忠誠關系中所發揮的作用不容忽視，因此，本文將其作為中介變量展開研究。

2.4　游客忠誠

忠誠是戰略營銷的一個基本概念，顧客忠誠作為服務業中的一種關鍵資產受到了業界及學術界的高度重視。顧客忠誠是顧客高度承諾在未來一貫地重復購買所偏好的產品或服務，并因此產生對同一品牌或同一品牌系列產品或服務的重復購買行為，而且不會因為市場態勢的變化和競爭性產品營銷努力的吸引而采取轉移行為。戴(Day)最早指出，忠誠是包含行為和態度的二維構念，該觀點得到廣泛認同，并對后續研究影響深遠。因此，有學者指出，游客忠誠也可以劃分為行為和態度兩個層面，行為層面指游客參與特定的活動、使用設施以及接受服務的次數，表現為游客多次參與的一致性；態度層面則主要是游客在情感上的偏好。游客明顯偏好參與特定游憩活動的堅持行為即是游客忠誠。然而，在游客忠誠的具體測度上應該注意的是，與針對有形產品的忠誠不同，在服務業領域的顧客忠誠除了重復購買積極性以外，更多的表現為情 感依賴、首選偏好傾向和未來選擇傾向。此外，對旅游目的地的首要選擇也是游客忠誠的關鍵方面。

3　研究設計

3.1　研究區域

本研究結合實際研究目的需要，以鄉村旅游地發展較為成熟的農家樂為研究對象，具體而言，以西安市長安區為研究區域。該區地處關中平原中部，與西安市區在東、南、西三面相鄰，距市中心僅8.7千米，區域總面積為1583平方千米。

長安區位于秦嶺北麓，是市區的水源供給地和生態屏障，以西安“后花園”著稱。早在漢高祖五年(公元前202年)該區置縣，至今已有2200多年，可謂歷史悠久。2002年撤縣設區，長安區成為西安城市新區，現區內共有10個鄉鎮，總人口達到92.57萬人。長安區內有6處全國重點文物保護單位、7處省級重點文物保護單位，而區(縣)級重點文物保護單位更多達20處。

近些年，長安區充分發揮其區內的自然生態資源和著名歷史遺跡眾多的優勢，將旅游業作為區域經濟發展的支柱產業來培育，并已取得初步成效。該區2009年接待中外游客364萬人次，旅游業創收2億元。農家樂項目在該區內得到規模化發展，其中，上王村、祥峪溝村和黃峪寺村等最具特色。

3.2　問卷設計

本研究所設計的調查問卷主要由4部分構成：(1)鄉村旅游地品牌個性維度的測度。根據阿克的“大五”品牌個性模型量表及張俊妮等學者對該量表的翻譯修正，對基本測量條目予以刪減、增補和修改，最終確定28個測量條目。為有效規避阿克的“大五”品牌個性維度的影響，同時保證調查數據的可靠性和穩定性，隨機打亂原有測量條目順序后，方確定問卷。(2)場所依賴的測度。借鑒格羅斯(Gross)和布朗(Brown)所設計的游客涉入與場所依賴問卷中的旅游地場所依賴分量表，對其進行必要的修正，以符合鄉村旅游地場所依賴測度的需要，最終包含了場所依靠和場所認同兩部分內容，共10個問題。(3)游客忠誠的測度。鄉村旅游地到訪者的忠誠是其對該旅游地品牌的認可及信賴，一般表現為行為和態度兩個層面。本研究對游客忠誠的測度借鑒帕若蘇曼(Parasuraman)、澤絲曼爾(zeithaml)和柏瑞(Berry)的消費者忠誠度問卷，并進行適度修改以適用于本研究。測試內容包含到訪游客對該目的地自評忠誠度、優先選擇評價、唯一性選擇評價和重游意愿4項。(4)游客人口統計學特征。主要有性別、年齡、民族、收入、客源地、受教育程度和家庭結構共7項，此部分以單項選擇的形式設問，問卷其他內容以李克特5點量表形式設問。

3.3　數據獲取和分析方法

問卷調查地點主要以長安區上王村、黃峪寺村和祥峪溝村的農家樂為主，調查時間集中于2008年6～7月。共發放問卷500份，回收453份，有效率達90.6％。先用Excel錄入數據，后用SPSS17.0進行因子分析和信度分析，再用Amos17.0軟件建立結構方程進行模型檢驗，最后用SPSS17.0進行多元回歸分析。

3.4　獲取樣本說明

受調查者的性別比例基本持平(男性53％，女性47％)；以漢族為主(98％)；大專及本科學歷的受調查者居多，占總量的66％；來自西安及周邊縣市地區的游客是該區農家樂鄉村旅游的客源主體，占總量的93.6％；從年齡結構上看，70.9％的受調查者為26歲以上、有工作且收入固定的群體；家庭結構以夫妻二人或有小孩的群體為主，占總量的52.3％，而單身者所占比例最低，僅為11.5％(見表1)。

4　研究結果與分析

4.1　研究問卷質量分析

4.1.1　品牌個性維度量表的信度和效度

信度分析用以測定綜合評價體系的一致性、穩定性和可靠性，一般利用克朗巴哈(Cronbach'sα)系數表示。該系數取值在0～1之間，越趨近于1表明數據信度越高。品牌個性維度量表共包含28個測度項目，克朗巴哈(cronbach'sα)系數達0.854，表明該量表整體信度良好。

比較觀測相關系數值與偏相關系數值的關鍵指標主要是KMO檢驗值，該值的取值在0－1之間，數值達0.90以上為理想水平，0.80以上為良好，而低于0.50則不可接受。該量表KMO值為0.871，處于良好的觀測水平，說明研究數據適于因子分析，而且整體問卷的效度良好。此外，巴特勒球體檢驗值的方差近似值(Approx，Chi-Square)表明分析數據適合進行因子分析。

經兩次因子分析，剔除因子載荷低于0.5的測度項目，得到鄉村旅游地品牌個性6維度，最終問卷項目為22個，整體α系數提高至0.901，KMO值上升到0.906，實惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸各維度α系數分別為0.809、0.799、0.787、0.631、0.690和0.575。上述結果表明，品牌個性維度量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和穩定性。

4.1.2　場所依賴量表的信度和效度

從理論上講，對一個理論建構合理性的驗證，采用驗證性因素分析比采用探索性因素分析更為合理。場所依賴基本由場所依靠和場所認同兩個基本維度構成，得到眾多實證研究的支持。本研究量表包括10個項目，場所認同和場所依靠兩個基本維度，采用Amos17.0對其進行驗證性因子分析，得到擬合指數如下，絕對擬合度：X2=128.755，X2／df=3.787，GFI=0.947，RMSEA=0.079；增量擬合度：AGFI=0.914，NFI=0.927，CFI=0.945，NNFI=0.927，IFI=0.945；簡要擬合度：RMR=0.039，PNFI=0.700，PGFI=0.585。各項指數均滿足標準，說明模型與數據擬合較好。

信度分析結果表明，場所依賴量表整體α系數為0.899，場所依靠維度α系數為0.823，場所認同維度α系數為0.789，這表明該量表總體信度水平良好，兩個構成維度的信度水平處于可接受范圍內。

上述結果表明，場所依賴量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和穩定性。

4.1.3　游客忠誠量表的信度和效度

采用Amos17.0驗證性因子分析與對包含4個觀測項目的游客忠誠量表進行驗證。結果顯示，絕對擬合度：X2=2.081，X2／df=1.040，GFI=0.998，RMSEA=0.009；增量擬合度：AGFI=0.989，NFI=0.995，CFI=1.000，NNFI=1.000，IFI=1.000；簡要擬合度：RMR=0.012，PNFI=0.332，PGFI=0.200。各項指數均達到標準，說明模型與數據擬合很好。

信度分析結果表明，游客忠誠量表整體α系數為0.788，這表明該量表數據的總體置信水平較好。

上述結果表明，游客忠誠量表的信度和效度良 好，具有很好的可靠性和穩定性。

4.2　鄉村旅游地品牌個性維度

利用SPSS17.0對品牌個性維度量表所收集的數據進行探索性因子分析，以因子載荷0.5以上作為新因子選取標準，經過兩次分析剔除因子載荷不及0.5的6個項目，最終得到鄉村旅游地品牌個性6個維度：實惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸。各維度特征根值分別為8.395、2.300、1.576、1.444、1.250和1.082，方差解釋率分別為28.914％、9.650％、6.919％、5.799％、4.463％和5.384％，累計方差解釋率達61.381％。各維度α系數及整體α系數和KMO值如上文4.1.1中所述。

4.3　鄉村旅游地品牌個性、場所依賴和游客忠誠的關系

4.3.1　描述性統計與初步分析

對鄉村旅游地品牌個性、場所依賴和游客忠誠各維度共9個研究變量進行描述性統計分析，計算均值、標準差以及各變量間的相關系數。一般而言，李克特量表1～5等級評分平均值在1～2.4之間表示反對，2.5～3.4之間表示中立，3.5～5之間表示贊同。從均值上看，旅游者對鄉村旅游地品牌個性格維度中的閑適和交互表現出高度的贊同(均值分別達到4.127和4.016)，實惠和健康維度也得到了贊同(均值依次為3.961和3.695)，而旅游者對喜悅和逃逸維度僅表現出中立態度(均值僅為2.951和2.843)；場所依靠與場所認同均值分別為3.216和3.333，差別并不明顯；游客忠誠均值為3.480，趨近于贊同水平。所有變量的標準差在0.65－0.79之間，表明各變量的離散水平相近。從相關系數上看，除品牌個性的逃逸維度外，其他8個研究變量間的相關系數均達0.3以上(p

4.3.2　鄉村旅游地品牌個性對場所依賴及游客忠誠的預測作用

調查數據涉及性別、民族、年齡、受教育程度、客源地、年收入和家庭結構等7個人口統計學變量，為便于模型解釋，將它們作為連續變量進行分析。在控制以上人口統計學變量影響的基礎上，以6個品牌個性維度為自變量，分別以場所依賴的兩個維度場所依靠和場所認同以及游客忠誠為因變量，利用強迫進入的解釋變量篩選策略，進行分層回歸分析，結果見表2。

在控制了到訪游客人口統計學變量的情況下，6個品牌個性維度可解釋場所依靠40.1％的變異量，可解釋場所認同40.3％的變異量。如表2所示，品牌個性對場所依靠和場所認同的影響情況基本一致：交互維度對二者的影響力均未達到顯著；實惠、喜悅、閑適、健康和逃逸5個維度具有預測力，并且對場所依靠和場所認同均存在顯著的正向預測作用。這說明，越傾向于認同這5個品牌個性維度的游客，越容易對鄉村旅游地產生場所依靠和場所認同。民族、受教育程度和客源地在品牌個性變量引入回歸模型后預測力下降或不再顯著，說明它們對因變量的影響缺乏穩定性，而其他人口統計學變量對場所依靠和場所認同的預測力不顯著。

在控制了到訪游客人口統計學變量的情況下，品牌個性6個維度可解釋游客忠誠26.4％的變異量。由表2可知，僅有實惠和閑適兩個自變量具有預測力，并且對游客忠誠存在顯著的正向預測作用(β=0.334,p=0.000；β=0.133，p=0.017)。這表明，越傾向于認同鄉村旅游地品牌個性中的實惠和閑適兩維度的游客，其忠誠度往往會越高。各人口統計學變量缺乏對游客忠誠的預測力，說明性別、民族、年齡、受教育程度、客源地、年收入和家庭結構因素對游客忠誠無顯著影響。

4.3.3　場所依賴在品牌個性與游客忠誠關系間的中介效應檢驗

為了進一步考察鄉村旅游地品牌個性對游客忠誠的影響機制，即品牌個性是直接影響還是通過場所依賴間接影響游客忠誠，本研究根據溫忠麟等人提出的檢驗中介效應的方法，采用回歸分析和Sobel單側檢驗，考察場所依賴(包括場所依靠和場所認同)的中介效應。由于在鄉村旅游地品牌個性中僅有實惠和閑適對游客忠誠有預測作用，所以只考察場所依靠和場所認同在實惠與游客忠誠及閑適與游客忠誠關系間的中介效應。以人口統計學變量作為控制變量，采用強迫進入的解釋變量篩選策略，進行三步回歸分析。首先，以品牌個性實惠和閑適為自變量，以游客忠誠為因變量，求回歸系數c；其次，仍以實惠和閑適為自變量，分別以場所依賴中的場所依靠和場所認同為因變量，求回歸系數α；最后，以實惠、閑適以及場所依靠和場所認同為自變量，以游客忠誠為因變量，求回歸系數6和c＇。具體結果見表3。

表3顯示，在第1步回歸模型中，在控制了性別、民族、年齡等人口統計學變量影響的條件下，實惠和閑適對游客忠誠具有顯著的正向預測作用，標準化回歸系數β分別為0.395(p

在第1步回歸模型的基礎上，引入中介變量場所依靠和場所認同進行第3步回歸分析，結果顯示，場所依賴對游客忠誠的預測作用(回歸系數b)，僅場所認同顯著(盧=0.472，p0.05)，需做Sobel單側檢驗。根據麥金農等人(MacKinnon，et al.)對Sobel統計量使用的臨界值進行檢驗，結果顯示，Z實惠=1.83，p

依據以上分析，可以得出中介效應的路徑圖(圖1)。

表4展示的是鄉村旅游地品牌個性中實惠和閑適兩維度在不同中介路徑下的中介效應、總效應以及中介效應的相對大小(以中介效應和總效應之比 來衡量)。可以看出，場所認同在實惠與游客忠誠關系間的中介作用以及它在閑適與游客忠誠關系間的中介作用都相對較大，而場所依靠在實惠與游客忠誠及閑適與游客忠誠關系間的中介作用相對較小。

5　分析和討論

5.1　品牌個性對場所依賴及游客忠誠的作用

相關分析結果顯示，鄉村旅游地品牌個性的6個維度與場所依靠和場所認同的相關度普遍高于它們與游客忠誠的相關度。控制人口統計學特征變量的多元回歸進一步表明，5個品牌個性維度(實惠、喜悅、閑適、健康和逃逸，見表2)對場所依靠和場所認同均有顯著的預測作用，而對游客忠誠具有預測力的維度僅有兩個(實惠和閑適，見表2)。由此可見，鄉村旅游地品牌個性對游客忠誠的影響程度不及對場所依賴的影響程度深。換句話說，相比于游客忠誠，場所依賴對鄉村旅游地品牌個性更為敏感。

并非品牌個性的所有維度對場所依賴和游客忠誠都具有顯著影響，依照影響程度和影響方式的不同，可以將其分為3類：第1類為實惠和閑適維度，它們對場所依賴和游客忠誠都有顯著的正向預測作用，實惠對兩者的影響均最為強勁，而閑適對游客忠誠的影響程度強于對場所依賴的影響；第2類包括喜悅、健康和逃逸，它們僅對場所依賴影響顯著；第3類為交互維度，該維度對場所依賴和游客忠誠均未能形成顯著性影響。

5.2　場所依賴的中介效應

本研究表明，在控制人口統計學特征變量影響的條件下，場所依賴對鄉村旅游地品牌個性與游客忠誠關系間的中介效應大小及中介作用途徑不同。具體而言：(1)對于品牌個性中實惠維度突出的鄉村旅游地來說，一方面，實惠的品牌個性對游客忠誠存在直接的正效應(β=0.139，p

5.3　中介效應相對大小

篇（4）

一、引言

國家競爭優勢來自于產業，而有國際競爭力的產業則通常以各種形式的本地化產業集群的形式存在(Porter ,1990)。克魯格曼（1991）指出，由于歷史與偶然因素，某公司在某地干起，在這個地方便產生了對勞動力有巨大吸引力的就業機會、發展機會和較高勞動力要素報酬，而隨后由于路徑依賴和累積因果效應，勞動市場共享造成了企業和人才的集聚。波特(1990)還運用案例分析方法，研究了意大利薩索洛地區瓷磚產業集群的形成與繁榮吸引了大批瓷磚專業人員前往工作，形成人才集聚。

產業集群存在強大的人才吸引力，但學者對產業集群人才吸引的描述基本停留在定性層面，缺乏實證調查和定量分析。本文根據相關文獻梳理產業集群人才吸引力的影響因素，依縱向結構思路，提煉產業集群人才引力的指標體系，實地問卷調查和訪談，定量分析比較了產業集群與非產業集群，以及不同產業集群在人才吸引上的差異。

二、指標體系與量表設計

產業集群人才吸引力是將各類人才吸引到集群內工作的能力。Highhouse等（2003）認為，最直接的組織人才吸引力測量應針對真正申請職位并最終選擇它的人。本研究將產業集群視為中間組織，以其內部工作人才為實地調研對象。

產業集群人才吸引力的測量，借鑒Highhouse等（2003）用三個項目衡量組織吸引力感知的方法，設計三個題項：“你的工作集群/非集群是否具有很強的人才吸引力”，“大量的人才都被吸引到這里來工作”和“在這里工作的人才都不愿離開”。采用5等級量表，1表示強烈反對，5表示強烈同意。量表的內部一致性達到0.91。

Manuel(2001) 最早提出縱向結構觀點，認為產業集群競爭力是其內部企業、集群和國家三個層次競爭力的綜合；而Meyer-Stamer(2003)將產業集群競爭力擴展為微觀、中觀、宏觀和兆觀四個層次。本研究依縱向結構思想，認為產業集群的人才吸引力具有一定的層次性特征，是宏觀(區域)、中觀（產業集群）、微觀（企業和工作）多個層次吸引力共同作用的結果，設計出四層次十二個變量的產業集群人才吸引力測量指標體系，然后針對每個指標利用利克特5級量表設計出一到三個題項，克朗巴哈α系數測度各因子變量的內在信度，均大于0.6。

三、實證研究

1.試調查與問卷修正

據《2005中國城市競爭力報告》，佛山是我國產業集群比較發達的地區之一。按代表性和便利性原則，選取佛山的陶瓷、家電、家具等產業集群重點調查，并涵蓋部分其他集群和非集群。由專人負責發放50份問卷試調查，問卷除樣本的個人和企業基本信息采用填空題、單選題形式外，其他選項均采用Likert五級量表設計。利用SPSS13.0對回收的50份試調查問卷信度檢驗：Cronbachα系數為0.965，問卷整體上的內在信度非常高；而對項總計統計量分析，發現專業匹配性、居住條件兩個指標在“校正的項總計相關性”上低于0.4，指標集中性略差，刪除后Cronbach α值有提高，因此在正式問卷調查中刪除此兩個項目以對問卷測項純化。課題組正式配額抽樣問卷調查，則發放問卷550份，有效回收457份。

2.回歸分析

研究具解釋性特點，故用回歸分析方法。描述性統計和相關性分析顯示對產業集群人才吸引力的感知與人才對工作、企業、集群與區域的評價情況正向相關。經人才吸引力為因變量，將影響因素與人口統計學變量作為自變量進行強制進入回歸，結果如表1所示。

Predictors: (Constant), living environment, title, whether a local, gender, work experience, corporation reputation, education, occupation, job attribute, cluster atmosphere, policy environment, pay level, corporation culture, economic environment, age, cluster capability, culture environment, corporation capability, management

產業集群人才吸引力與研究設計的工作、企業、集群和區域四個層次的影響因素緊密相關，同時也受到受訪者是否當地人的影響。對樣本的年齡、工作經驗等人口統計特征進行分析，發現它們對人才吸引力的評價并無顯著差異。但外地移民因為更注意人才引進的相關政策，所以在對政策環境的評價上，相對于本地人要高。

3.方差分析

方差分析顯示，產業集群人才吸引力評價明顯高于非產業集群的評價。其中，陶瓷和家電產業集群得分最高，這與陶瓷、家電作為佛山地區最為發達的制造支柱產業，具有一大批國內外競爭力較強的企業，涌現了眾多中國名牌和中國馳名商標，產業集群的整體實力雄厚，密切相關。家具產業集群由于是勞動密集型制造流通業，得分并不高，而其他產業集群由于樣本分散，涵蓋了紡織、花卉、玻璃、塑料、五金等多個領域，得分明顯低于家電、陶瓷、家具三個產業集群。

將所有集群數據合為一整體，再與非產業集群兩獨立樣本檢驗。在宏觀區域外部環境上，由于樣本均選擇在佛山，集群與非集群未體現出差異。在中觀的集群層面，產業集群的實力對人才吸引力產生積極的正向影響。在微觀層面上，集群的企業聲譽得分整體上明顯強于非產業集群。而描述性統計表明，集群實力與企業聲譽之間存在較強關聯，相關系數為0.67。因此，產業集群的實力也增強了區域品牌，提高了企業聲譽，從而間接地影響人才吸引力。

aKruskal Wallis Test; bGrouping Variable: 集群

四、研究結論

本文建立了具有區域、產業集群、企業和工作四個層次的產業集群人才吸引力內部評價指標體系，并對佛山地區產業集群進行實地調研，統計分析后得出以下結論：

1.依縱向結構思想，產業集群人才吸引力的確是區域、產業、企業、工作等多層次多種因素綜合作用的結果，但是各層次都存在多種因素對人才吸引力發揮著作用，這些因素之間還存在各種聯系，因此產業集群人才吸引力的作用機制比較復雜。

2.區域環境發揮了重要作用吸引人才，使產業集群和非集群共享相同的利益。地方政府要改善環境，以維護內部人才和引進外部人才。特別是在人員的決策者不僅要消除障礙阻止人才流入，并加大引進人才，而且還必須把重點放在利用現有的人才，支持人才成長和創造合適的環境，以促進人員發展。

3.產業集群較非產業集群更具有人才吸引力，主要來源于產業集群實力直接地增強了人才吸引力，同時集群實力也對企業聲譽產生積極影響，從而間接地增加了產業集群人才吸引力。

當然，我國產業集群人才統計資料匱乏，前期相關研究不足，雖然本文建立了一個產業集群人才的吸引力指標體系，但仍有完善提高的可能；另外，我國產業集群種類繁多，特征各異，人才吸引力效應的差異性還需要深入研究。

參考文獻：

[1]Highhouse, S., Lievens, F., Sinar, E. F., Measuring Attraction to Organizations[J]. Educational and Psychological Measurement. 2003, 63, 986-1001

[2]Meyer-Stamer, J. Understanding of the Determinants of Vibrant Business Development: The Systemic Competitiveness Perspective. Working Paper, 2003. 省略

[3]邁克爾?波特:國家競爭優勢[M]. 北京:華夏出版社, 2002

篇（5）

在經濟全球化和競爭國際化的背景下，企業不僅面臨著外部競爭的壓力，而且需要應對更加復雜的員工行為管理問題。其中，反生產行為（Counter Productive Work Behavior，簡稱CWB）管理成為目前組織行為管理所面臨的一項嚴峻挑戰。研究者很早就發現，反生產行為對組織危害巨大，僅經濟損失，每年就高達60億至2000億美元，有30%的企業倒閉是由員工的反生產行為所導致的。在網絡時代，反生產行為具有自內向外擴散的"漣漪效應"，其消極后果已經到了企業無法忽視和回避的地步。員工在工作場所中的反生產行為（如撒謊、缺勤、破壞、攻擊、偷竊和貪污等）及其管理，已經演變為世界各國企業共同面臨的一項重要而緊迫的課題。

一、員工反生產行為的概念內涵

對于反生產行為概念內涵的理解，不同學者有不同的看法。

Mangione和Quinn（1975）第一次提出有關工作場所反生產行為的概念，認為他是一種雇員不作力的表現，一種與雇員創造利潤的工作表現相對的破壞資方利益的行為，譬如：故意破壞雇主的工具。

Spector和Fox（2005）認為反生產行為是傷害組織和組織利益相關者的行為，其中利益相關者包括投資者、顧客和員工等。

Sackett和Devore（2001）則認為員工任何有意違背所在組織合法利益的行為都是反生產行為，并提出了三條判斷標準：（1）無論行為是否造成惡劣后果，只要該行為是有意為之；（2）該行為可以預見帶來傷害，但未必一定招致惡劣后果；（3）此行為對組織合法利益的潛在傷害要大于其對組織帶來的潛在利益。

雖然學者們對反生產行為的概念眾說紛紜，但從以上表述中可以總結出反生產行為的內涵：第一，行為主體。反生產行為的行為主體是員工。第二，行為客體。反生產行為的行為客體不單是指組織本身，還包括組織成員；不僅僅是有形財產，還可以是組織成員的名譽、組織品牌和企業公眾形象等無形資產。第三，行為性質。首先，在行為的意識水平上，反生產行為是組織成員有意采取的，是其故意的、自主決定的行為。其次，對組織的規范而言，反生產行為不僅是指違反組織正式或非正式規范的行為。無論組織規章制度是否明文規定，也不論組織成員主觀感知到該行為的嚴重性、危害性、可接受性如何，只要某行為客觀上給組織帶來有形與無形的消極影響，它就屬于反生產行為。第四，行為結果。反生產行為在客觀上給組織成員、組織的有形資產或無形資產帶來了消極影響。

二、企業員工反生產行為的前因變量

Martinko，Gundlaeh和Douglas（2002）提出了一個關于反生產行為研究的整合理論，他們將影響反生產行為的因素分為兩類，分別是個體差異和情景因素。

（一）個體差異

1、個體因素

主要指參與反生產者個人差異方面的共有特征，包括人格特征、態度、工作滿意、情緒等因素.通過學者們大量的實證研究發現：宜人性能夠較好地預測員工的離職行為；同時，責任意識能夠預測越軌行為和離職，情緒穩定性能夠比較好的預測離職；員工的自控性與反生產行為之間存在顯著負相關；而自負與反生產行為發生頻率呈顯著相關關系；個人道德水準與員工的反生產行為之間也呈現顯著負相關；另有研究表明：男性較女性而言，實施反生產行為的可能性更大。根據勒溫的場論"任何行為都是個人差異因素與情景因素交互作用的結果"，因此工作場所的反生產行為并非是單方面變量的影響，往往是多個變量綜合作用的結果。Skarlicki和Folger、Tesluk（1999）通過實證研究證明：負面情緒較高或宜人性較低的雇員在組織內感覺不公平時，更容易實施報復行為。

2、人口統計學特征

諸如性別、年齡、家庭背景，受教育程度、任職期限等人口統計學特征同反生產行為存在著聯系。然而這些變量與反生產行為關系的研究結論尚未統一。Hollinger和 Clark指出新進、年輕和兼職員工更可能從事反生產行為，但也有研究發現年齡與反生產行為是正相關關系，年齡越大越容易從事反生產行為。Lau等在對反生產行為前因變量進行定性和定量分析時發現年齡與偷竊、生產偏差行為、遲到和曠工呈負相關關系，女性更容易遲到，男性更容易濫用藥物，已婚者要比未婚者更可能實施偷竊，工作年限與遲到、偷竊行為顯著正相關，受教育程度與遲到、曠工呈微弱負相關關系。對于上述不一致的研究結論，雖然Murphy指出無法找到一個清晰的理論來解釋人口統計學變量與反生產行為的關系，但在眾多理論研究中，上述人口統計學變量通常都作為控制變量，說明這些變量與反生產行為存在相關關系。

（二）情景因素

1、工作因素

與工作或職務特征相關的前因變量，包括工作壓力、工作完成的困難性、工作的危險程度、工作或任務的自主性等特征。相關研究證明，工作壓力導致員工產生消極情緒，進而引發一些反生產行為，而角色沖突、角色模糊以及角色負荷等便是常見的可以形成工作壓力的工作特征。Martinko等指出任務困難性是影響反生產行為的情景因素之一。Lau等指出工作壓力與曠工、偷竊以及蓄意破壞等反生產行為積極正相關。Schweitzer等也證實工作目標是導致員工非倫理行為的刺激因素。除了工作壓力以外，一些工作本身也可能向員工提供從事反生產行為的機會。比如，團隊工作可能滋生搭便車行為，不在領導監視范圍的工作可能發生遲到、曠工、造假、努力撤退等不良行為，而獨立性工作安排也可能導致員工彼此間不共享知識、不相互合作。

2、組織因素

常見的影響反生產行為組織因素包括組織反生產行為規則、組織的倫理氛圍與倫理文化以及績效考核與薪酬管理制度等。相關研究發現，當組織內出現正式反偷竊政策時，零售組織中的偷竊率明顯下降，并且員工懲罰嚴厲感越強烈，偷竊率就越低。不良的工作群體規范也會鼓勵員工從事工作場所的反生產行為。Trevino等指出倫理氛圍和倫理文化都可以對員工的（非）倫理行為產生影響，不同的組織倫理氛圍與不同類型的反生產行為關系不同，在功利性、私利性倫理氛圍下，員工從事反生產行為的可能性較高。Marcus和Schuler也指出組織對抗反生產行為的氛圍（政策、監視、制裁）是限制反生產行為的情景-控制因素。Werbel和Balkin指出結果導向考核要比行為導向考核更能滋生不良行為，績效薪酬、個體薪酬以及非連續薪酬策略也可能更容易引發不良行為。Price的研究發現，那些處于低薪酬職位的員工更加可能缺席。

3、領導因素

關于領導行為與員工反生產行為的關系是近年來研究的熱點，其中辱虐管理最具代表性。辱虐管理是指下屬感知其領導持續從事口頭和非口頭敵意行為的程度，但不包括身體接觸。目前，比較一致的研究結論是領導的辱虐管理會積極影響員工的反生產行為。比如，Detert等在研究領導管理方式對員工反生產行為的影響時發現辱虐管理與反生產行為積極正相關。Tepper等也研究發現辱虐管理通過情感承諾對下屬的反生產行為產生影響。此外，Dineen等發現領導的指導行為與員工反生產行為呈負相關關系，但若領導行為不正直，即便其提供指導行為，員工依然可能從事反生產行為。Mayer等研究發現倫理型領導與反生產行為呈負相關關系。

4、員工認知因素

員工認知因素是反生產行為前因變量研究中被學者們探討最多的一類情景因素，包括工作滿意度、組織公平感、組織承諾、組織自尊、組織支持感以及心理契約破裂等。Mount等證實工作滿意度與反生產行為呈負相關關系。Aquino等發現，互動公平與組織指向反生產行為負相關，而分配公平、互動公平與人際指向反生產行為負相關。組織自尊是個體對通過組織情境下角色能夠滿足其需求的相信程度。高組織自尊個體更加認同組織，傾向于表現出較多的積極行為和較少的消極行為。Pierce 和 Gardner指出組織自尊會積極影響員工的倫理行為意愿。對于組織支持感，Colbert 等實證研究發現感知發展性環境與撤退，組織支持感與員工的人際反生產行為呈負相關關系。心理契約破裂是員工對組織履行其承諾程度的一種感知。Bordia 等研究發現心理契約破裂會引發員工消極的情感反應和報復心理，進而導致組織指向反生產行為。

5、環境因素

外部的環境變量對反生產行為也存在著影響。例如，高就業率和繁榮的經濟帶來了缺席率的上升（Markham & MeKee，1991；Drogan & Wooden，1992），然而，當員工有機可乘時或是物品便于取得時，員工會從事更多的偷竊活動（Astor，1976；Hair，1976）。最后當早晨陽光充足時，員工一般上班比較早，而當傍晚夕陽耀眼時，員工一般上班比較晚（Mueser， 1953）。Penney 和 Spector研究證明高溫、噪音、擁擠、空氣污濁等也會誘發反生產行為。

三、預防及控制對策

工作場所的反生產行為具有極大的危害性，組織應該采取措施對反生產行為行為進行有效的預防和控制。

（一）營造良好的企業文化，形成有效的非正式控制機制

企業文化是一個企業的經營價值觀、企業精神和企業形象的源泉，良好的企業文化可以提高員工的工作態度以及團隊的凝聚力和向心力，通過這種非正式的管理手段在基層員工的心理上形成一種團隊導向的工作氛圍。從根源上可以抑制反生產行為的出現。

（二）增加組織公平感

組織不公平是推動員工反生產行為的重要原因。企業應努力營造開放、透明的決策環境，有針對性的改善組織公正環境。組織決策遵循公正原則、領導對待員工保持良好的態度、完善收入分配體系等一系列措施可以增加員工的組織公平感。

（三）加強內部監督控制

做好反生產行為的預防措施，在有反生產行為出現的征兆時，管理層要及時了解員工的情況和動向，爭取消滅其產生的誘因。制定反生產行為的懲罰性措施，在反生產行為出現之后，對員工進行適當的懲罰，此外還要深入分析員工的動機和內部環境因素。在企業內部建立通暢、民主的溝通渠道，了解員工需要和對組織的認知，明白員工對組織有哪些不滿并及時化解，努力與員工建立和諧的關系，能有效消除員工與組織的沖突。

（四）改善工作設計

工作分配與目標制定要合理并與個人能力相匹配；確保結果的分配不偏不倚；允許員工參與決策制定過程并積極傾聽他們的意見和建議；并在執行程序的過程中充分尊重、關心員工，向員工解釋各種信息以提高員工的分配公平感、程序公平感和互動公平感。結合組織發展的需要，為員工制定合理的職業生涯規劃，并創造條件幫助員工實現個人職業目標，使員工對企業產生較高的理想承諾，從而極大地減少工作偏差行為的產生。

（五）注重員工的培訓與開發

對新員工進行針對性的培訓，可以有效引導員工熟悉環境，減少焦慮感，增加歸屬感和認同感。向員工開展壓力應對技能的培訓，包括放松訓練、理性情緒治療、社會技能培訓、時間管理等，能使員工正確認識壓力，提高其對工作的應激能力和應對壓力能力。提供專業技能方面的培訓，使得員工不斷學習以應對知識落后與自身價值的可能貶值，使得其對于工作的勝任力提高，可減小工作的復雜性所帶來的壓力。

參考文獻：

[1]張永軍，廖建橋，趙君.國外反生產行為研究回顧與展望[J].管理評論，2012，（7）.

[2]彭賀.反生產行為理論研究綜述[J].管理學報，2010，（6）.

篇（6）

    DR分期入選病例常規復方托吡卡胺滴眼液散瞳行眼底照相,依據ETDRS分級出現下列任意改變者則考慮患有DR:微動脈瘤、出血、棉絮斑、視網膜微血管異常、硬性滲出、靜脈串珠、新生血管[13]。糖網分期依據AirlieHouseclassificationsystem評分系統,分為:輕度非增生性DR(NPDR)、中度NPDR、重度NPDR和增生性DR。本實驗基于以上分期將DR分為3級:輕度DR(包括輕度NPDR),中度DR(包括中度NPDR),威脅視力的DR(包括重度NPDR和增生性DR)。危險因素評估所有入選病例均記錄:吸煙史、高血壓病史、腦血管病史、血脂(總膽固醇、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白)、糖化血紅蛋白(HbA1c)、肌酐、尿微量白蛋白,高血壓病、高脂血癥、慢性腎病均以內科診斷標準。裂隙燈(蘇州六六視覺YZ5F1裂隙燈顯微鏡)行眼前節檢查,并依據LOCSⅢ對白內障進行分級[14,15]。統計學分析應用SPSS13.0統計軟件,多變量logistic回歸模型分析各期DR與屈光度、眼軸長的相關性,結果以比值比(Oddsratios,ORs)和95%可信區間表示,P<0.05為差異有統計學意義。

    人口統計學和系統特點各屈光不正組標注了年齡、吸煙的顯著趨勢,近視人群相對來說更年輕(P<0.01),吸煙的比例更小(P<0.01)。校正年齡、性別后患者曲光狀態、服軸長度與DR相關性年齡和性別經校正的模型中,近視度數越大的眼越不易得輕度DR(P=0.003,per1-Ddecrease)、中度DR(P=0.005)和威脅視力的DR(P=0.002)。相似的近視越重相對來說患以上三種DR的危險性越低(P=0.021,0.005,0.003)。盡管沒有統計學意義,但是可以觀察到眼軸長度越長相對來說患以上三種DR的危險性越低的趨勢。見表2。2.3校正多變量后患者屈光狀態、眼軸長度與DR相關性在經校正了年齡、性別、白內障、HbA1c、高血壓及其他因素的多變量模型中,近視眼和3中DR間的相關性仍然存在,近視眼更不易患輕度DR(P=0.003,per1-Ddecrease)、中度DR(P=0.002)和威脅視力的DR(P=0.001)。

    眼軸越長越不易患輕度DR(P=0.039,per1-mmincrease),中度DR(P=0.201)和3討論很多研究已經報道了近視可能是DR發病的保護性因素[7,8,11,16],但是結果不盡相同。Dogru等[16]在1個19例(38眼)雙眼不對稱性DR非胰島素依賴糖尿病小樣本臨床回顧性研究中發現高度近視眼(<-6D)沒有出現增殖性DR(PDR),并提出高度近視可能是PDR的保護性因素,但是同時也指出小樣本研究不足以得出可靠的統計學結果。而在大樣本臨床試驗WESDR中,Moss等[11]在單變量分析中,指出近視(≤-2D)和DR的發生、發展以及PDR沒有相關性,而在logistic回歸通過控制共同變量,發現在年輕時起病的糖尿病患者中(起病年齡<30歲并應用胰島素)近視是DR發展為PDR的保護性因素。Pierro等[17]還提出DR患者的眼軸較非糖尿病患者及未發生DR的糖尿患者的眼軸短,為研究眼軸對DR發生及發展影響做了鋪墊。但以上研究只是提出近視是PDR的保護性因素,而并沒有提及低度近視、中度近視對各期DR的影響如何。Lim等[12]在以人群為基礎的一項橫斷面研究中,指出近視、眼軸長是各期DR的保護性因素,與本試驗的臨床研究結果一致,支持并驗證了臨床長期觀察,但其保護性機制有待進一步討論。盡管近視是DR發病的保護因素的機制還不清晰,但是大多數理論將焦點放在近視發展過程中眼軸增長所引起的眼球的病理性改變。

    隨著近視的發展眼軸增長、鞏膜壁延伸、眼后極部變形,眼睛灌注壓下降、視網膜血流速度減慢[10,18],早期DR主要是血管周及血管內(如:基底膜增厚、微動脈瘤形成)的病理性改變引起,而重度非增殖性、增殖性DR的發病主要由血管外因素引起(如:血管外滲漏、增殖性改變)[19],視網膜血流速度減慢血管滲漏減少,滲漏物質所引起的巨噬細胞聚集減少,從而減弱了巨噬細胞所引起的視網膜增殖性病變[20]。此外,高度近視中脈絡膜視網膜萎縮,視網膜代謝率下降,氧更易于透過視網膜,彌散阻力減弱均對DR的發病起保護性作用[21]。完全玻璃體后脫離(PVD)及玻璃體液化在近視中更常見,已有報道稱完全PVD能夠減慢向新生血管及PDR的進程[22-24],分析可能的原因是完全性PVD后玻璃體中缺少了新生血管增殖需要的纖維支架,以及氧更易于通過液化的玻璃體擴散[21]。上述三項因素中任何一項都不足以獨立解釋近視對于DR的保護性作用,而其他可能的保護性機制有待進一步研究。本試驗雖然收集了大量臨床資料,并對每一個入選病例進行規范驗光、評估測量眼軸長度、眼底照相、并排除白內障對屈光度的影響,但是因入選病例均為住院患者,因此在人群選擇上仍有偏差。綜上所述,本實驗為臨床所觀察到的近視眼不易患DR,尤其是增殖期DR提供了理論依據,從而有助于臨床醫生評估糖尿病患者患DR的風險性。

篇（7）

調查采用分層隨機抽樣的方法，對廣州市美術中學在校高中生共500人進行問卷調查。被試填完問卷后當場收回，共收回問卷489份，回收率97.8%。隨后進一步對回收問卷進行篩選，刪除無效的問卷，共得到465份有效問卷，有效率為95.09%。被試基本情況如表1：

2. 工具

我國學者張淑華等人（2010）將Stumpf等人編制的職業探索問卷大學生版進行修訂為職業生涯探索問卷中學生版（CES中學生版）。該問卷共有63道題目，均采用五級計分，得分越高表示中學生職業探索的水平越高。

3. 統計方法

本研究主要采用的統計分析的方法主要有描述性統計、方差分析等。采用統計軟件SPSS18.0進行數據的分析與處理。

4. 研究結果

4. 1 美術類高中生生涯探索的基本特點。

本調查問卷共有63道題目，均采用五級計分，“一般”計為3分。得分越高表示中學生職業探索的水平越高。對被試在職業生涯探索問卷的總均分及其各層面各維度的得分進行描述性統計分析。結果如表2：

從表中可以看出，本校學生職業生涯規劃的探索總均分低于“一般”所對應的分數。說明本校學生對職業的探索低于一般水平。分別從三個層面來分析，行為層面得分最低，得分為2.317分，低于“一般”所對應的分數。其次是認知層面，得分為2.917分，接近一般水平。最高的是情感層面，得分為3.176分。具體來講，行為層面中除了自我探索和環境探索的維度超過一般水平外，其他維度得分都偏低。情感層面中，我校學生所面臨的決策壓力和對信息的滿意度超過一般水平，探索的壓力低于一般水平。認知層面中，對理想職位重要性的認識維度得分最高，得分為3.719分，除此之外，獲取信息的方法和外部探索手段的認識超過了一般水平。對職業探索結果的確定和就業前景的認識相對來說得分較低，低于一般水平。

4. 2 美術類高中生職業生涯探索的人口統計學變量分析。

根據被試的性別、年級、以及是否接受過職業生涯咨詢或輔導等人口統計學變量進行統計分析。其中對于性別、年級、是否接受過職業生涯咨詢或輔導進行獨立樣本t檢驗。對年級等進行方差分析，各變量的統計結果如下：

4. 2. 1 不同性別的美術類高中生職業生涯探索的差異比較。

我們對不同性別的美術類高中生在職業生涯探索及各層面各維度的得分進行獨立樣本t檢驗，結果表明，不同性別的學生在職業生涯探索的總水平上不存在顯著差異。但在認知層面上，男女生職業生涯規劃探索的差異顯著，男生得分顯著高于女生。具體來講，在職業探索結果的確定性，外部探索的手段方面，男生的得分顯著高于女生，性別差異顯著。在就業前景、獲取信息的方法、對理想職位重要性的認識這些維度上，男生和女生的性別差異不顯著。在行為層面和情感層面上，男女生不存在顯著差異。

4. 2. 3 不同年級的美術類高中生在職業生涯探索上的差異比較。

對不同年級的美術類高中生在職業生涯探索上的得分進行單因素的方差分析，結果表明，不同年級的高中生在職業生涯探索的總水平、行動層面以及在就業前景和獲取信息的方法維度上存在顯著差異，經過多重比較發現，高三學生在職業生涯探索的總水平，行動層面以及在就業前景和獲取信息的方法維度上顯著高于高一學生。從平均分來看，在高中職業生涯探索的總水平和行為層面、自我探索、對擁有信息的滿意度、就業前景、對理想職位重要性的認識、獲取信息的方法等維度上，高一、高二、高三學生的得分是逐步提高的。具體數據如表4所示：

在本次調查的基礎上，課題負責人多次組織課題研究推進會，結合課題研究的實際情況，課題組最終有針對性地提出以下研究途徑來進行課題研究。

實踐上，以班會課為陣地，設置生涯規劃輔導課程。不同的年級有不同的職業生涯規劃指導的目標和內容。課程以學生為主體，以活動為中心，課程宗旨不在于向學生傳授有關職業生涯規劃的知識，而是通過給學生提供模擬情境或讓學生真實參與實踐活動，在情境和活動中認識自我，了解自己的優勢與劣勢，并對自己想要從事的職業有所了解，對比差距，確定努力的方向，規劃好自己的高中生活。我們還可以針對個別同學，進行個別的職業生涯規劃咨詢與指導。

方法上，突破以往職業生涯規劃指導僅僅停留在學校個別層面的局面，實施引進來和走出去相結合的策略，廣泛利用家庭和社區的積極資源，建構出職業生涯規劃指導的“學校―家庭―社區”三位一體的模式，來實現對高中生職業生涯規劃引導途徑上的創新。通過“尋找校友足跡”等專題活動，引導學生進行職業生涯規劃，激發學習的興趣和斗志。

篇（8）

[中圖分類號] R781.1 [文獻標識碼] B [文章編號] 2095-0616（2013）15-75-02

Analysis of caries condition and influence factors in preschool children

LIN Qiaoxia

Department of Stomatology，the People's Hospital of Yangjiang City in Guangdong Province，Yangjiang 529500，China

[Abstract] Objective To investigate the caries and influencing factors in preschool children in Guangdong Yangjiang. Methods Surveyed the oral health of 217 preschool children aged 3-5 years，their oral health-related behaviors，knowledge and attitudes and other information were collected through questionnaires.The factors associated with dental caries status were statistically analyzed. Results The caries rate of respondents was 49.3%，caries was 2.5. Logistic regression analysis showed that the snacks frequency and start of brushing time were the relevant factors to affect the caries incidence. Conclusion We should pay attention to the oral health of preschool children， focusing on advocacy to reduce the intake of snacks frequency and start brushing early，in order to reduce the level of caries in preschool children.

[Key words] Caries；Oral epidemiology；Children

我國兒童乳牙患齲率及齲均在20世紀八九十年代期間有所上升，20世紀90年代至今有所下降。但與發達國家相比，我國的學齡前兒童乳牙患齲狀況仍較嚴重[1]。為了監測口腔齲病患病趨勢，為學齡前兒童口腔疾病的防治措施的制定提供相關理論基礎，本研究通過對陽江地區3～5歲學齡前兒童開展口腔健康調查，探索可能的影響學齡前兒童齲病的相關因素，現報道如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

本調查對象是陽江市城區3～5歲的學齡前兒童。利用2011年9月～2011年12月陽江市教育局開展的幼兒園兒童齲病篩查項目，抽取3～5歲的學齡前兒童為調查對象。采用多階段、分層、等容量、隨機抽樣的方法，抽取陽江市市區2所幼兒園的所有兒童參加此次調查。

1.2 調查方法

口腔健康調查包括齲病的臨床檢查和問卷調查兩部分。齲病狀況采用由世界衛生組織所推薦的齲失補指數（dmft）來評估。根據世界衛生組織所推薦的診斷標準和方法來診斷齲病[2]。臨床檢查由一位檢查者在人工光源下采用可棄置平面口鏡和CPI探針在每個幼兒園進行。

臨床檢查之后進行了問卷調查，以《第三次全國口腔健康檢查表》和《第三次全國口腔健康調查問卷》[1]為標準，進行口腔健康檢查和問卷調查。問卷內容包括基本的社會人口統計學指標、口腔健康相關的行為、口腔健康相關的知識和態度（表1），問卷由兒童的父母或者監護人填寫。

1.3 質量控制

口腔健康檢查人員均為從事臨床工作5年以上的口腔醫生，檢查前經過統一培訓，并通過標準一致性檢驗，Kappa值均在0.85以上。在檢查過程中，對10%的調查對象進行復查以便監測檢查者本身的可信度。

1.4 統計學處理

采用SPSS16.0統計軟件。對調查數據采用x2檢驗進行統計分析。通過Logisitc回歸來研究與齲病狀況相關的影響因素。在雙變量分析中選擇P

篇（9）

中圖分類號：F590．7文獻標志碼：A文章編號：1001－988Ⅹ（2016）01－0124－06

民族文化旅游演藝產品以特色民族文化表演作為旅游產品的主要組成，以游客觀賞和互動參與為主，以當地少數民族群眾為主體，由文化演藝公司策劃設計和投資運營，表演節目反映某一少數民族的傳統文化精粹，展現少數民族地區的風土人情和燦爛的民族文化．民族文化旅游演藝產品的形式多樣，包括舞臺表演、民俗活動和民族節慶等形式．民族文化旅游演藝產品的文化內涵豐富，表現形式多樣，一些民族文化旅游演藝產品還具有濃厚的原生態特征，因此，倍受廣大文化旅游者的青睞，具有一個很大的發展空間和發展潛力．廣西桂林依托獨具獨特的山水景觀和民族文化，通過提煉，整合地脈、文脈，將自然、人文、藝術、科技完美結合，設計開發了“印象劉三姐”實景演出，成為民族文化旅游演藝產品開發的經典作品．“印象劉三姐”實景演出迎合和引領了現代旅游需求，徹底顛覆了桂林傳統的山水休閑觀光旅游“白天觀光，晚上睡覺”的時間模式，實現了“桂林旅游，陽朔住宿”的空間消費模式的成功轉型．“印象劉三姐”實景演出的舞臺背景是桂林山水美景，體現的是壯族傳統民族文化和生活方式，展示了壯族的生產生活、民風民俗、傳統服飾、歌舞文化和民族藝術．“印象劉三姐”實景演出借助現代演藝的精華，充分展現了壯族文化的民族性和時代性特征．民族性展現的是原生壯文化，是旅游吸引力的根本條件．時代性既體現了愛情自有歌唱的時代故事，又是適應傳統文化的現代表現手段．在開發過程中，如何綜合利用旅游資源，正確處理與旅游目的地居民的關系，使“印象劉三姐”實景演出取得良好的社會效益，是值得考慮的問題．基于此，文中以“印象劉三姐”實景演出作為民族文化旅游演藝產品開發的典型案例，開展實證研究．

1研究述評

李永紅等最早提出了旅游演藝的概念［1］．與其他旅游形式的研究相比，旅游演藝研究還處于探索階段．目前，學術界對于旅游演藝的研究主要集中于旅游演藝的文化內涵、資源價值、經濟效應、產品策劃等理論和實證研究［2－7］；旅游演藝產品的開發設計及營銷推廣方面的研究［8－11］；也不乏對旅游演藝產業化發展的探索［12－13］；還有旅游人類學在研究民族文化旅游時對旅游演藝的文化內涵和民族文化“舞臺化”問題的研究［14－16］．總體來說，現有研究對于旅游主體———游客的研究缺乏深度．文中從游客感知視角，探究游客對民族文化旅游演藝的感知與評價，進一步加深旅游演藝相關研究．

2指標體系構建

民族文化旅游演藝產品游客感知評價體系構建對于研究至關重要．文中以感知績效理論［17］和感知價值理論［18－20］作為理論基礎，構建游客感知評價體系（表1）．Tse等認為無論旅游者對旅游地的期望值有多大，旅游者的滿意度取決于在旅游地的實際感知［18］．Gale等提出感知價值包括產品、服務、個人和形象方面的價值，以及金錢、時間、體力和精力方面的成本［19］．Sweeney等認為消費者的情感價值是感知價值的重要組成［20］．文中評價指標采用李克特量表來測度［21］．

3研究方法與數據采集

因子分析法是分析因子內部依存關系的統計分析法［22］．針對旅游者的感知，影響因素眾多，因子分析法能夠在眾多因素中提煉主要因素，簡化問題．因此，文中采用因子分析法中的主成分分析方法，探究民族文化旅游演藝產品游客感知的主要影響因素．與此同時，研究還采用統計學分析方法t檢驗和單因子變異系數分析，針對不同類型的旅游者的特征與游客感知評價因子進行差異化分析，探究不同類型旅游者民族文化旅游演藝產品游客感知的主要因素．由于涉及到民族文化旅游演藝產品游客感知的所有評價指標均為軟指標，因此，關于民族文化旅游演藝產品游客感知研究必須進行實地調研，在調研基礎之上設計評價指標體系，采用統計學問卷調查方法對評價指標進行賦值．2011年9月30日—10月5日，以“印象劉三姐”實景演出為樣本，開展實地調查和問卷調查．發放問卷400份，其中有效問卷占91％．

4研究結果

4．1游客感知影響因素

使用SPSS15．0統計軟件，對問卷調查數據進行主成分分析，測度量表信度的Cronbachα系數，表明問卷調查數據可靠性高，KMO統計量、巴特勒球形檢驗值均適合采用因子分析方法（表2）．對24項描述項進行共同度檢驗，剔除共同度小于0．4的描述項．然后，進行方差最大化旋轉，公因子提取按照特征值大于1提取的原則，共提取出5個公因子，累計解釋方差為61．784％，公因子分別命名為“魅力性”、“知識性”、“傳統性”、“娛樂性”和“真實性”．

4．2不同人口統計學特征游客偏好

對不同人口統計學特征游客的偏好進行比較分析（表3.在性別方面，女性游客對“印象劉三姐”實景演出的評價高于男性游客；在魅力性因子（P＝0．042）、娛樂性因子（P＝0．031）上，男女游客存在顯著性差異．從旅游心理學的角度可以發現，女性在外部刺激發生時在思想感情方面比男性更加易于受到影響和感染．女性游客在觀賞“印象劉三姐”實景演出時，比男性游客受到更加強烈的感染，而男性游客相對于女性游客更加理性一些，更加容易控制感情，更加客觀地做出評價．t檢驗分析結果顯示，男性游客均值均低于女性游客，這一分析結果與實際情況比較接近．對年齡、受教育程度、職業變量進行單因子變異系數分析（One－wayANOVA）與Sheffe事后差異性檢驗分析，分析結果顯示，在年齡變量中，魅力性因子（P＝0．009）、傳統性因子（P＝0．007）均存在顯著性差異．在魅力性方面，游客年齡越小，對“印象劉三姐”實景演出的魅力性越表現出比較濃厚的興趣．伴隨年齡的增長，均值逐漸降低，50歲以上旅游群體的均值較低．青年旅游者在觀賞演出時更加注重場景的設計，注重演出的舞臺效果，表演的美觀性．這一旅游群體的好奇心比中老年游客要強，對新事物的興趣濃厚，因此在“印象劉三姐”實景演出的魅力性上有較高的認同值．36歲以上中老年人在傳統性因子上的認同度高于36歲以下的青年人，主要原因是中老年游客更加注重民族文化的傳統性，“印象劉三姐”實景演出所蘊含的深厚民族文化積淀對中老年人有著更大的吸引力．在受教育程度變量中，知識性因子（P＝0．004）、傳統性因子（P＝0．000）存在顯著性差異．本科學歷的旅游者對知識性、傳統性的認可程度比研究生和本科以下學歷的旅游者要高一些．主要原因是旅游者的受教育程度差異，導致旅游者對民族文化旅游演藝產品的認知和評判水平存在差別．本科以下學歷的旅游者，由于其知識儲量有限，對“印象劉三姐”實景演出的理解與接受都有一定限制，因此，他們對“印象劉三姐”實景演出知識性和傳統性的認同低于本科學歷的游客．而像研究生這樣一個高學歷的旅游者群體中一些游客見多識廣，在不同的地區觀賞過各類文化表演活動，具有民族文化旅游方面的淵博知識，比其他學歷的游客對民族文化旅游演藝產品認識更加深刻，評價能力也比較強，因此，這一旅游群體對“印象劉三姐”實景演出的態度會更加理性化，評價也具有一定的深度．由于知識儲備較大，對旅游的評判標準比較高，對文化旅游產品的要求也較高，所以，這一旅游群體對“印象劉三姐”實景演出知識性和傳統性的認同感要低于大專及本科學歷的游客．職業變量中，傳統性因子（P＝0．026）、知識性因子（P＝0．013）均存在顯著性差異．公務員、企事業單位人員、專業技術人員和離退休人員在傳統性因子、知識性因子的認可度高于私營企業人員、學生和其他職業者，主要原因是職業差異．在我國行政事業單位工作的公務人員和專業技術人員的文化層次較高，更加注重“印象劉三姐”實景演出的傳統性，他們在閱歷、知識和對文化的認識水平要比私營企業人員、學生和其他職業者更高，對民族文化的傳統性有更高的要求．

5游客感知分析

1）通過游客的感知，發現民族文化旅游演藝產品受到魅力性、知識性、傳統性、娛樂性、真實性5個主要因素的影響．在民族文化旅游演藝產品策劃、設計和市場推廣中，應當選取優秀民族文化的精粹，將5大要素作為民族文化旅游演藝產品開發的靈魂，抓住旅游市場需求和游客求新探奇的心理需求，轉變傳統的“閉門造車”的產品開發設計觀念，深入探察旅游市場需求和游客的旅游心理需求，理論與實際緊密結合，傳統與現代有機結合，用現代人的審美觀去審視民族傳統文化．但是也不能隨意篡改民族傳統文化的真正內涵，應當在民族傳統文化向民族文化旅游演藝產品轉化的過程中，在民族文化的表現形式上適當加入一些現代文化元素，用現代化的表現手法去創作并刻畫民族文化．創作的基礎必須是傳統的民族文化，應當表現民族傳統文化的真實內涵，不能憑空設想和自由創造．另外，從游客感知評價的結果發現，真實性對民族文化旅游演藝產品的影響不及魅力性、知識性、傳統性和娛樂性突出．究其原因，是在新的時代背景下，我國城市化和現代化的步伐不斷加快，特別是西部少數民族地區在西部大開發、大發展的過程中，生活生產方式和傳統的民風民俗都在悄然演變，在少數民族聚居區已經難以尋覓到原生態的少數民族文化．因此，應當認識到保護和傳承民族傳統文化已迫在眉睫，特別是少數民族非物質文化遺產的保護更是緊迫，培養少數民族非物質文化遺產傳承人是當務之急．除了非物質文化遺產，少數民族物質文化遺產的保護也異常艱巨．少數民族地區工業化和城鎮化的加速發展，每天都有少數民族古村落和古民居成為現代高樓和工廠．因此，民族文化旅游演藝與現實生活之間的距離不斷拉大，民族文化旅游演藝的真實性也很成問題．2）在觀賞“印象劉三姐”實景演出的游客中，不同人口統計學特征的游客對“印象劉三姐”實景演出的評價存在顯著的差異．在性別方面，女性游客對“印象劉三姐”實景演出的評價高于男性游客，說明女性旅游市場的潛力巨大．在今后民族文化旅游演藝市場的開發和推廣中，應當加大女性旅游市場的宣傳和推介，針對女性旅游市場開發適銷對路的民族文化旅游演藝產品．年齡方面，青年游客對演出的魅力性評價比中老年游客高，而中老年游客則對演出的傳統性有較高的評價．所以，在今后的民族文化旅游演藝開發與設計中，針對青年旅游市場要更加注重魅力性方面的開發與設計，對于中老年旅游市場要更加突出其文化品味的提升．在學歷方面，本科學歷的游客比其他學歷的游客對演出的知識性和傳統性有著更高的認同度，本科學歷的旅游者應當為民族文化旅游演藝產品追逐的重要目標．隨著我國經濟社會的快速發展，公民的受教育水平逐步提升，這一細分市場的規模會越來越大，與此同時，這一旅游群體的收入水平也比較高，旅游消費的潛力巨大，這一旅游群體將是未來民族文化旅游演藝產品的最大客戶群．這一旅游群體的文化水平較高，對文化的鑒賞能力較強，對旅游產品的要求也較高，所以，要滿足這一旅游群體的旅游需求就必須提升旅游產品的檔次和品位．職業方面，公務員、企事業單位人員、專業技術人員和離退休人員對民族文化旅游演藝產品的傳統性比較熱衷，同時他們對民族文化旅游演藝的知識性要求也比較高，所以針對這一細分市場要注重民族文化旅游演藝知識性和傳統性方面的宣傳與促銷．上述研究表明，民族文化旅游演藝產品的開發設計和營銷推廣要緊扣旅游細分市場的需求，特別是要針對不同人口統計學特征的游客，開發更具針對性的適銷對路的旅游產品．

6討論與展望

6．1討論

國內學者在民族文化旅游研究方面，更多地采用田野調查的研究方法，研究結論的主觀色彩較為明顯．同時，研究方法多以定性描述為主，較少采用數理分析方法，對民族文化旅游產品開發、營銷推廣、經營管理等研究缺乏直觀性和說服力．文中從游客感知的視角，分析民族文化旅游演藝產品的主要影響因素，并借助“印象劉三姐”實景演出案例構建民族文化旅游演藝產品游客感知評價體系，并將主成分分析、單因子變異系數分析和Sheffe事后差異性檢驗分析方法運用于民族文化旅游游客感知方面的研究，為今后民族文化旅游產品游客感知評價體系和產品開發提供了思路．

6．2展望

1）通過“印象劉三姐”實景演出創意旅游產品的調查研究，發現民族文化旅游產品開發應當注重創意開發．民族文化旅游資源的內容豐富，開發、拓展的空間廣闊，深入挖掘民族文化旅游資源的文化內涵，在展現民族傳統文化真實性的同時加入一些現代元素，將是民族文化旅游創意開發的發展方向．2）通過“印象劉三姐”實景演出創意旅游產品的游客感知調查進一步明確，民族文化旅游產品的策劃、設計的終極目標就是最大限度滿足游客的旅游需求．民族文化旅游產品開發要在保護民族傳統文化的前提條件下，把握旅游市場需求．要深入了解不同性別、不同收入、不同年齡、不同學歷、不同職業游客的旅游消費偏好，在準確定位游客群的情況下確定民族文化旅游產品開發方向．3）民族文化旅游產品開發要把握好民族文化的真實性和傳統性．任何脫離實際的文化創意旅游產品都是缺乏生命力的，只有那些深深植根于少數民族群眾真實生活環境的民族文化創意旅游產品才會閃爍出奪目的光彩．因此，民族文化旅游產品的開發一定要接地氣，不能憑空設想，真實性和傳統性是民族文化旅游產品開發永恒不變的主題，也是民族文化旅游產品創意開發的基礎．

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［15］徐紅罡，田美蓉．少數民族歌舞旅游產品管理模型初探———以貴州黔東南苗族侗族為例［J］．貴州民族研究，2004，24（2）：136．

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篇（10）

【中圖分類號】R749 【文獻標識碼】A 【文章編號】2095-3089（2013）11-0233-02

抑郁癥作為一種病因不明的慢性疾病，主要表現為持續的心境低落或興趣減退，具有行為動力不足、精神運動性遲緩或激越、認知功能障礙、過分自責、食欲或睡眠異常等癥狀，常伴有沖動行為。[1]

巴瑞特沖動量表中文版（BIS-11）自評量表用來評估個體的沖動性人格特征的情況。而目前的研究中此量表只有中學生[2]及大三學生[3]人群的信效度分析。因此，將巴瑞特沖動量表中文版（BIS-11）用于篩查抑郁癥患者的重要行為特征――沖動性，評價在抑郁癥患者中應用的適用性，以提高抑郁癥患者沖動行為的可預測性有著重要的臨床意義。

1.研究對象與方法

1.1 研究對象

抑郁癥患者來源于2010年4月-9月期間就診于山西某醫院的門診首發患者。

納入標準：①年齡15-60歲；②符合美國精神障礙診斷與統計手冊第四版（DSM-Ⅳ）抑郁障礙的診斷標準；③首次發病未用藥，或停藥半月以上；④漢密爾頓抑郁量表（24項，HAMD評分≥8分）；⑤知情同意。

排除標準：①器質性精神障礙；②精神發育遲滯；③酒精或藥物所致精神障礙；④目前患有嚴重軀體疾病。

1.2 研究方法

對符合研究納入標準的被試進行施測。他評量表由經過一致性評定的兩位專業心理測評人員完成，即保證量表評定的一致性和客觀性，也對評定標準做詳細的制定。自評量表由被試按照每個量表提示的指導語獨立完成，完成時間不受限制，被試根據自己的實際情況如實作答，基本完成時間為30-40分鐘。除個別特殊情況外，調查者給予幫助，但不做主觀性的提示。整個調查過程均在不妨礙被試就診且被試、主治醫生知情同意的前提下完成。采用SPSS16.0和LISREL8.7進行數據分析。主要的統計方法有描述性分析、相關分析、及結構方程模型的運用[4-5]。

1.3 研究工具

1.3.1巴瑞特沖動量表中文版（BIS-11）[6]

本研究所用的Barratt Impulsiveness Scale（BIS-11）中文版問卷由北京心理危機研究與干預中心翻譯修訂。用來評估個體的沖動性人格特征的情況。包含30個條目，計劃分量表、行動分量表和認知分量表3個分量表。計劃和認知分量表的條目均為反相條目。驗證性因素分析發現 BIS-ll具有較好的信度和效度，符合心理測量學的要求，可以在我國用于沖動性的研究[7]。

1.3.2漢密爾頓抑郁量表（HAMD）[8]

由Hamilton于1960年編制，是臨床上評定抑郁狀態應用最為普遍的量表，共24項，采用0―4分的5級評分法。包括7個因子，即焦慮/軀體化因子、體重因子、認識障礙因子、日夜變化因子、阻滯因子、睡眠障礙因子、絕望感因子。

1.3.3一般人口學資料及病史情況

根據臨床工作要求選擇相關信息。包括基本人口學資料和病史資料。

2.結果

2.1被試人口統計學資料

本研究共收集病例資料352例，刪除胡亂作答、漏答的問卷，實際回收有效問卷334例，有效回收率為94.9%。被試人口統計學特征顯示性別上女性被試多于男性被試。被試年齡主要集中在20-40歲，符合抑郁障礙發病率在年齡上的分布。被試的學歷主要集中在初高中文化，本科次之；職業以學生為主，符合抑郁障礙多發于文化層次高群體的狀況。從被試的婚姻狀態來看，已婚多于未婚。總體上，被試特征的分布于抑郁障礙發病的特征相一致，因此具有一定的群體代表性。

2.2 BIS-11信效度分析[9]

2.2.1 BIS-11內部一致性信度

內部一致性是指量表所測量內容的相同程度或特質程度，即量表內部各條目之間的相關性，用Cronbach’s α系數對BIS-11進行內部一致性信度檢驗，運動沖動性0.825，認知沖動性0.807，無計劃沖動性0.860，總分0.898，量表各維度的系數達到了可接受的標準，具有較好的內部一致性信度。

2.2.2 BIS-11分半信度

分半信度測量的是兩半項目間的一致性，用分半信度系數來反映量表的分半信度。首先將量表內反向計分條目作逆向處理，以保證各題項得分方向的一致性，而后依次按公式R=2Rh/（1+Rh）計算，BIS-11分半信度為0.816，具有較好的分半信度。

2.2.3 BIS-11結構效度

因量表中包含有多個無法直接準確測量的變量（潛變量），而結構方程模型具有同時分析多個外生潛變量和內生潛變量的優勢，因此采用結構方程模型中的驗證性因子分析方法對量表的結構效度進行分析。結構方程模型既可分析問卷中各條目與維度的從屬關系是否正確，也可分析各條目對其從屬維度的貢獻程度[10]。

根據量表已有結構對其進行驗 證性因子分析，量表各題目作為顯變量，量表各維度作為潛變量。根據結構方程模型原理構建模型，使用LISREL 8.7進行模型擬合分析，結果見表1，圖1：

由表1可知，量表的各項擬合指標達理想標準，其結構模型符合理論構想。由圖1可知，個條目的因子載荷均大于0.5，認為模型尚可接受。

3.討論

沖動性的測量工具是量表，其性能（信度、效度）直接影響篩查情況，BIS用于評價不同人群的沖動性時，其性能有可能發生變化。因此，將一個量表用于一個特定人群的測量時，對其在該人群中信度和效度的驗證評價具有重要的作用[11]。

3.1 BIS-11信度評價

信度即可靠性或精確度，指根據測驗工具所得到的結果的一致性或穩定性[12]。信度分析可以為效度評估提供基礎。量表的信度分析常采用基于真分數理論的內部一致性α系數[13]、分半信度來進行評價。

一般認為Cronbach α系數在0.7之上表示信度較好，在0.8之上表示內部一致性信度很好，分半信度系數>0.7表示分半信度非常好。表明BIS-11信度較高，能夠穩定可靠地評價抑郁癥患者的沖動性。

3.2 BIS-11效度評價

效度即準確度，指一個測驗或量表實際能測出其所要測的心理特質的程度。利用結構方程模型對BIS-11的結構效度進行驗證性因子分析。一般認為，各條目標準化負荷系數>0.5時，對量表貢獻度較高。模型擬合指標RMSEA0.90、CFI>0.90時，模型擬合結果較好[14]。結果顯示，除第6、12題的因子載荷為0.32、0.42，分量表的貢獻過低；其余題目的因子載荷均在0.5以上。表明該量表的理論假設合理，各分量表都得到了較好的專業解釋。可以認為BIS-11具有良好的結構效度。

4.結論

巴瑞特沖動量表中文版具有較好的信度和效度，可較好的評價抑郁癥患者的沖動性。

參考文獻：

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